内容摘要：省管县是近几年来行政管理体制改革中备受关注的改革模式，本文基于浙江省2002年强县扩权改革，研究了省管县对于地级市经济增长的影响。文章发现，从整体来看强县扩权的改革对改革县市所在地级市的经济整体发展具有显著的促进作用，提高了所在地级市的全要素生产率。而从时间上看，改革在实施当年及次年对于地区的全要素生产率具有显著的提高作用，而之后全要素生产率并没有进一步提升。

关键词：省管县 分权 经济增长 全要素生产率

引言

本文基于浙江省2002年强县扩权的改革，研究了经济管理权限下放对于地区（改革县级市区县所在地级市）整体经济发展的影响。在我国现行的行政管理体制中，地方行政区域划分为省、地、县、乡四级。这种行政体系的形成原因非常复杂，既有许多的历史原因，又有现实需要。但随着市场经济特别是区域经济的发展、行政治理环境和手段的变化，因层级过多而导致的问题日益显现。以至于“省直管县”成为近几年来行政管理体制中备受关注的改革模式。

行政管理权限的集中与分散对于经济发展的影响这一话题在学术上一直争议较大，并没有得出众所公认的一致结论。现有研究大多数集中于财政分权问题上，这也是下放权力的主要内容，如Zhang、Zou（1998）、Lin、Liu（2000）和Jin等（2005）。从实践的经验来看，地方放权的改革不只是下放财政权力，与此同时还包括许多经济管理权限的下放，而这种一揽子权力下放才是我国分权改革的主要形式。史宇鹏、周黎安（2007）通过对中央对于计划单列市的研究，认为从总体上，放权确实有助于计划单列市提高其经济效率。本文中研究的强县扩权改革措施是一种一揽子经济管理权限下放的政策。

与本文研究较为相近的是袁渊、左翔（2011），该研究利用浙江、福建两省规模以上工业企业数据，对扩权强县与经济增长的关系进行了检验。结果表明，扩权强县对浙江省县辖企业的发展有显著的促进作用。与上述研究不同，本文关注的不是进行改革的县级行政单位本地区的经济发展情况。而是考虑这种改革行为所带来的外部性。具体来说，本文研究的是，将经济管理权限从地级市下放至县级市区县之后，该地级市的经济发展状况。

为何研究省管县改革对于地级市的影响很重要？如果单从实行改革措施的县级市县区来看这次改革措施对经济发展的影响，其结果可能是相对较为片面的。一方面，出于各种原因的考虑，地方政府很有可能不能容忍改革失败的出现，会通过各种手段来帮助改革的县区市。这就会使得进行改革的县级市县区由于政治因素而获得更好的发展，而这些政治因素是我们实证研究无法捕捉的。

另一方面，由于同一地级市内，分别有改革的县区市和未改革的县区市，那么改革县区市的存在对于未改革县区市是正面影响还是负面影响也不得而知。从这个角度来讲，即使得到强县扩权对本县级市区县的经济发展有促进作用的结果，这也有可能是牺牲周边未进行改革县级市区县利益而得到的。比如说，或许存在这种可能，企业认识到进行改革的县级市区县受到了上级政府的重点关注，更易于获得更多的资源，而将经营重心或者注册地从未改革县级市区县转移到改革的县级市区县。基于这种看法，可以设想，如果某个地级市的所有县级市县区都进行了强县扩权改革，那么这个改革效应也就不存在了。

浙江省2002年强县扩权改革概述

浙江省直管县体制核心是三个方面：首先是财政意义上的省直管县体制；其次是县（市）委书记、县（市）长由省里直管的干部管理制度；再次是四轮“强县扩权”所赋予县的社会经济管理权限。

虽然浙江在1992年、1997年就分别将一些地方经济管理的权限下方到部分县级行政单位，但这些管理权限的范围相对而言较小。在2002年，省委、省政府实行新一轮的强县扩权政策，按照“能放都放”的总体原则，将313项原属地级市的经济管理权限下放给17个县（市）和萧山、余杭、鄞州3个区，主要涵盖计划、经贸、外经贸、国土资源、交通、建设等12大类。这次改革措施无论从范围还是深度上讲，都是具有较大影响的。

2002年的这次改革措施造成了浙江的县级行政单位具有不同的经济管理权限的局面。即20个改革县市区具有较大的经济管理权限，而其余的近70个县市区的经济管理权限则依然控制在地级市中。这给本文研究强县扩权政策提供了一个很好的自然实验平台。可以来识别这些改革的措施是否真正促进了经济的增长。

数据及计量方法选取

本文所使用的数据均来自于历年的《浙江统计年鉴》。时间区间为1995-2009年。本文主要关注的改革措施发生在2002年。

为了区分强县扩权改革与其他因素对于地区经济增长的影响，必须控制各个地级市所特有的地方属性。本文所使用的计量方法为固定效应的面板数据模型，从而可以控制地级市不随时间变化的异质性特征。

根据柯布道格拉斯生产函数，本文设定如下计量模型：

（1）

上式中，下标i表示地区，下标t表示时间。yit为各地级市在各年份的人均GDP，rit为改革的虚拟变量，如果该地级市所属县在2002年中成为了改革县，则在2002年及以后年份取1，否则则取0。2002年以前则均为0。xit为其他控制变量向量，包括人均资本存量对数、全社会从业人员对数、每万人中技术人员人数、非农业人口比例、外资占社会总投资比，以及年度控制变量。αi是各个地级市不随时间变化的其他个体特征。

本文主要关注的是强县扩权改革虚拟变量rit的参数β1。β1度量了地级市全要素生产率的变化，如果β1显著为正，则说明省管县改革提高了地级市的全要素生产率。

为了研究改革措施的动态效果，本文设计了如下的计量模型：

（2）

其中，rjit，j=1，…，8，分别为八个虚拟变量，表示该地区在当年是否有所属县区市成为了改革对象，本文称2002年为改革当年，以后分别为改革第二年，…，第八年。如r4i，2005=1 则表示该地区在2004年是其进行改革的第三年。r3i，2005=0 表示在2005年该地区并不是改革第三年。自然在2002年以前，该虚拟变量均为0，所有未改革地区的该虚拟变量亦均取0。endprint

本文采用文献中通行的永续盘存法来计算城市人均固定资产存量。按照通常的做法，将1995年的起始资本存量定义为为当年固定资产投资的10倍，然后按照“下期资本存量=本期资本存量×（1-折旧率）+下期社会投资额”的公式进行求解。本文设定资本折旧率为10%。

强县扩权对地区经济增长的实证检验

强县扩权改革措施对所在地级市的经济发展是否具有整体效应。本文想要确认放权措施确实促进了经济的发展，而不是在地区间使用行政权力拆东墙补西墙的方式，政府刻意重点发展某些进行改革了的县级市区县，而使其经济得到更好的发展。

在浙江2002年的这次强县扩权改革中，浙江十一个地级市中有七个地级市发生了改革，把部分经济管理权限下放到部分县级市区县中，而其余四个地级市则仍然执行省、地级市、县的原有行政管理体制。这就为我们区分经济发展中强县扩权的政策影响与其他因素影响提供了一个很好的机会。

表1为模型（1）的固定效应面板数据回归结果。从表1中可以看到，在控制了所有相关变量之后，2002年的改革措施对于地区的经济增长具有显著促进作用。所有四列回归均表现出参数β1在1%显著性水平上的显著性。说明本文的结果是具有稳健性的。这说明，通过省管县改革之后，地级市的整体全要素生产率有了显著提高。通过省管县改革，地级市的全要素生产率平均提高了约3.9%。即强县扩权改革措施对所在地级市的经济发展具有整体效应。对县级市区县进行行政放权之后，促进了地级市整体经济的发展。

表2为模型（2）的固定效应面板数据回归结果。从回归的结果来看，首先，改革措施在改革的当年及次年（即2002年和2003年）对于地区的经济增长具有显著的正效应。这个结果在四个回归中都显示出显著性，说明是很稳健的。平均而言，省管县改革在改革当年提高了地级市全要素生产率月5.4%，而在次年提高了约4.2%。其次，当控制了所有的相关变量之后，这种对经济增长的促进效应从第三年（即2004年）开始便不是很明显，具体表现为：一是回归系数不断减小，二是从2004年开始所有的改革虚拟变量参数均不显著。

故此，本文认为从时间上看，改革措施在改革所在当年及次年对于地区的经济发展具有显著的促进作用。从改革的第三年起，改革措施对于进行改革县级市区县所在的地级市的经济发展不再有进一步的刺激作用。

结论

本文基于浙江的强县扩权政策来研究强县扩权政策对于地级市经济增长的影响。浙江的强县扩权政策一般也被称为“浙江模式”。不同于其他地区财政上的省县直管，浙江的改革措施是将一揽子的经济管理权限下放到部分县级行政单位，给予其很大的自主权力。

利用面板数据模型，本文控制了地区间无法观测的个体差异，这使文章的结论更具有可信性。通过静态与动态模型分析，文章得到了三个结论：第一，从整体来看，强县扩权的改革对改革县级市区县所在地级市的经济整体发展具有显著的促进作用。第二，从时间上看，改革措施在改革所在当年及次年对于地区的经济发展具有显著的促进作用。第三，从改革的第三年起，改革措施对于进行改革县级市区县所在的地级市的经济增长刺激作用开始不再明显。

参考文献：

1.Jin， H.， Y. Qian and B. Weingast， 2005. “Regional Decentralization and Fiscal Incentives： Federalism， Chinese style”， Journal of Public Economics 89（9-10）

2.Lin， J. Yifu and Zhiqiang Liu， 2000，“Fiscal Decentralization and Economic Growth in China”，Economic Development and Culture Change 49（1）

3.Zhang， T. and Zou， H， 1998， “Fiscal Decentralization， Public Spending， and Economic Growth in China”， Journal of Public Economics 67（2）

4.史宇鹏，周黎安.地区放权与经济效率：以计划单列为例.经济研究，2007（1）

5.袁渊，左翔.“扩权强县”与经济增长：规模以上工业企业的微观证据.世界经济，2011（3）

作者简介：

燕翔，男，1984年生，上海人，北京大学光华管理学院应用经济系博士研究生，研究方向：宏观经济学、发展经济学。endprint

本文采用文献中通行的永续盘存法来计算城市人均固定资产存量。按照通常的做法，将1995年的起始资本存量定义为为当年固定资产投资的10倍，然后按照“下期资本存量=本期资本存量×（1-折旧率）+下期社会投资额”的公式进行求解。本文设定资本折旧率为10%。

强县扩权对地区经济增长的实证检验

强县扩权改革措施对所在地级市的经济发展是否具有整体效应。本文想要确认放权措施确实促进了经济的发展，而不是在地区间使用行政权力拆东墙补西墙的方式，政府刻意重点发展某些进行改革了的县级市区县，而使其经济得到更好的发展。

在浙江2002年的这次强县扩权改革中，浙江十一个地级市中有七个地级市发生了改革，把部分经济管理权限下放到部分县级市区县中，而其余四个地级市则仍然执行省、地级市、县的原有行政管理体制。这就为我们区分经济发展中强县扩权的政策影响与其他因素影响提供了一个很好的机会。

表1为模型（1）的固定效应面板数据回归结果。从表1中可以看到，在控制了所有相关变量之后，2002年的改革措施对于地区的经济增长具有显著促进作用。所有四列回归均表现出参数β1在1%显著性水平上的显著性。说明本文的结果是具有稳健性的。这说明，通过省管县改革之后，地级市的整体全要素生产率有了显著提高。通过省管县改革，地级市的全要素生产率平均提高了约3.9%。即强县扩权改革措施对所在地级市的经济发展具有整体效应。对县级市区县进行行政放权之后，促进了地级市整体经济的发展。

表2为模型（2）的固定效应面板数据回归结果。从回归的结果来看，首先，改革措施在改革的当年及次年（即2002年和2003年）对于地区的经济增长具有显著的正效应。这个结果在四个回归中都显示出显著性，说明是很稳健的。平均而言，省管县改革在改革当年提高了地级市全要素生产率月5.4%，而在次年提高了约4.2%。其次，当控制了所有的相关变量之后，这种对经济增长的促进效应从第三年（即2004年）开始便不是很明显，具体表现为：一是回归系数不断减小，二是从2004年开始所有的改革虚拟变量参数均不显著。

故此，本文认为从时间上看，改革措施在改革所在当年及次年对于地区的经济发展具有显著的促进作用。从改革的第三年起，改革措施对于进行改革县级市区县所在的地级市的经济发展不再有进一步的刺激作用。

结论

本文基于浙江的强县扩权政策来研究强县扩权政策对于地级市经济增长的影响。浙江的强县扩权政策一般也被称为“浙江模式”。不同于其他地区财政上的省县直管，浙江的改革措施是将一揽子的经济管理权限下放到部分县级行政单位，给予其很大的自主权力。

利用面板数据模型，本文控制了地区间无法观测的个体差异，这使文章的结论更具有可信性。通过静态与动态模型分析，文章得到了三个结论：第一，从整体来看，强县扩权的改革对改革县级市区县所在地级市的经济整体发展具有显著的促进作用。第二，从时间上看，改革措施在改革所在当年及次年对于地区的经济发展具有显著的促进作用。第三，从改革的第三年起，改革措施对于进行改革县级市区县所在的地级市的经济增长刺激作用开始不再明显。

参考文献：

1.Jin， H.， Y. Qian and B. Weingast， 2005. “Regional Decentralization and Fiscal Incentives： Federalism， Chinese style”， Journal of Public Economics 89（9-10）

2.Lin， J. Yifu and Zhiqiang Liu， 2000，“Fiscal Decentralization and Economic Growth in China”，Economic Development and Culture Change 49（1）

3.Zhang， T. and Zou， H， 1998， “Fiscal Decentralization， Public Spending， and Economic Growth in China”， Journal of Public Economics 67（2）

4.史宇鹏，周黎安.地区放权与经济效率：以计划单列为例.经济研究，2007（1）

5.袁渊，左翔.“扩权强县”与经济增长：规模以上工业企业的微观证据.世界经济，2011（3）

作者简介：

燕翔，男，1984年生，上海人，北京大学光华管理学院应用经济系博士研究生，研究方向：宏观经济学、发展经济学。endprint

本文采用文献中通行的永续盘存法来计算城市人均固定资产存量。按照通常的做法，将1995年的起始资本存量定义为为当年固定资产投资的10倍，然后按照“下期资本存量=本期资本存量×（1-折旧率）+下期社会投资额”的公式进行求解。本文设定资本折旧率为10%。

强县扩权对地区经济增长的实证检验

强县扩权改革措施对所在地级市的经济发展是否具有整体效应。本文想要确认放权措施确实促进了经济的发展，而不是在地区间使用行政权力拆东墙补西墙的方式，政府刻意重点发展某些进行改革了的县级市区县，而使其经济得到更好的发展。

在浙江2002年的这次强县扩权改革中，浙江十一个地级市中有七个地级市发生了改革，把部分经济管理权限下放到部分县级市区县中，而其余四个地级市则仍然执行省、地级市、县的原有行政管理体制。这就为我们区分经济发展中强县扩权的政策影响与其他因素影响提供了一个很好的机会。

表1为模型（1）的固定效应面板数据回归结果。从表1中可以看到，在控制了所有相关变量之后，2002年的改革措施对于地区的经济增长具有显著促进作用。所有四列回归均表现出参数β1在1%显著性水平上的显著性。说明本文的结果是具有稳健性的。这说明，通过省管县改革之后，地级市的整体全要素生产率有了显著提高。通过省管县改革，地级市的全要素生产率平均提高了约3.9%。即强县扩权改革措施对所在地级市的经济发展具有整体效应。对县级市区县进行行政放权之后，促进了地级市整体经济的发展。

表2为模型（2）的固定效应面板数据回归结果。从回归的结果来看，首先，改革措施在改革的当年及次年（即2002年和2003年）对于地区的经济增长具有显著的正效应。这个结果在四个回归中都显示出显著性，说明是很稳健的。平均而言，省管县改革在改革当年提高了地级市全要素生产率月5.4%，而在次年提高了约4.2%。其次，当控制了所有的相关变量之后，这种对经济增长的促进效应从第三年（即2004年）开始便不是很明显，具体表现为：一是回归系数不断减小，二是从2004年开始所有的改革虚拟变量参数均不显著。

故此，本文认为从时间上看，改革措施在改革所在当年及次年对于地区的经济发展具有显著的促进作用。从改革的第三年起，改革措施对于进行改革县级市区县所在的地级市的经济发展不再有进一步的刺激作用。

结论

本文基于浙江的强县扩权政策来研究强县扩权政策对于地级市经济增长的影响。浙江的强县扩权政策一般也被称为“浙江模式”。不同于其他地区财政上的省县直管，浙江的改革措施是将一揽子的经济管理权限下放到部分县级行政单位，给予其很大的自主权力。

利用面板数据模型，本文控制了地区间无法观测的个体差异，这使文章的结论更具有可信性。通过静态与动态模型分析，文章得到了三个结论：第一，从整体来看，强县扩权的改革对改革县级市区县所在地级市的经济整体发展具有显著的促进作用。第二，从时间上看，改革措施在改革所在当年及次年对于地区的经济发展具有显著的促进作用。第三，从改革的第三年起，改革措施对于进行改革县级市区县所在的地级市的经济增长刺激作用开始不再明显。

参考文献：

1.Jin， H.， Y. Qian and B. Weingast， 2005. “Regional Decentralization and Fiscal Incentives： Federalism， Chinese style”， Journal of Public Economics 89（9-10）

2.Lin， J. Yifu and Zhiqiang Liu， 2000，“Fiscal Decentralization and Economic Growth in China”，Economic Development and Culture Change 49（1）

3.Zhang， T. and Zou， H， 1998， “Fiscal Decentralization， Public Spending， and Economic Growth in China”， Journal of Public Economics 67（2）

4.史宇鹏，周黎安.地区放权与经济效率：以计划单列为例.经济研究，2007（1）

5.袁渊，左翔.“扩权强县”与经济增长：规模以上工业企业的微观证据.世界经济，2011（3）

作者简介：

燕翔，男，1984年生，上海人，北京大学光华管理学院应用经济系博士研究生，研究方向：宏观经济学、发展经济学。endprint